趙慶國 王丹

作者簡介：趙慶國（1968—），男，漢族，遼寧沈陽市人，教授，管理學(xué)博士，沈陽航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，研究方向：公司理財、風(fēng)險投資管理。

王丹，沈陽航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，研究方向：公司理財。

摘要：中小企業(yè)融資難成為制約其發(fā)展的一個重要原因，而融資難的一個主要原因就是中小企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)不合理導(dǎo)致其償債能力差。本文利用多元線性回歸分析模型，選取資產(chǎn)結(jié)構(gòu)指標(biāo)作為自變量，綜合償債能力指標(biāo)作為因變量，來分析資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對償債能力的影響，找出其內(nèi)在關(guān)系，以幫助中小企業(yè)通過合理的調(diào)整資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，來提高其償債能力，解決其自身融資難的問題。

關(guān)鍵詞：中小企業(yè)；資產(chǎn)結(jié)構(gòu)；償債能力；多元線性回歸

一、引言

我國中小企業(yè)占全國企業(yè)總數(shù)九成以上，它們創(chuàng)造中國近60%的經(jīng)濟(jì)總量，占據(jù)中國經(jīng)濟(jì)的半壁江山。但當(dāng)前我國中小企業(yè)普遍存在融資難的問題，企業(yè)因籌資困難限制了其自身的發(fā)展壯大。中小企業(yè)融資難的一個重要原因就是企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)不盡合理，進(jìn)而導(dǎo)致其償債能力不足。

企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的合理與否會直接影響到企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動，并對企業(yè)的財務(wù)成果產(chǎn)生影響。資產(chǎn)結(jié)構(gòu)管理就是確定一個既能維持企業(yè)正常開展經(jīng)營活動又能在減少或不增加風(fēng)險時，給企業(yè)帶來更多利潤的流動資金水平。償債能力的分析應(yīng)從現(xiàn)金流量能力、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、獲利能力、發(fā)展能力、營運能力等多個因素提取指標(biāo)并構(gòu)建綜合償債能力指標(biāo)。綜合償債能力，指從長期動態(tài)的多因素角度解釋企業(yè)到期償還債務(wù)的能力，指經(jīng)營過程中用創(chuàng)造的收益來償還負(fù)債的能力。

因此，通過理論上的探索并結(jié)合實際分析我國中小上市企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對其償債能力的影響具有重要的現(xiàn)實意義。

二、研究方法選擇

本文的研究重點是要通過建立模型，來實證分析資產(chǎn)結(jié)構(gòu)指標(biāo)對償債能力指標(biāo)的影響。因此，本文先采用主成分分析模型，來構(gòu)建企業(yè)償債能力綜合分析指標(biāo)，在此基礎(chǔ)上，再通過嶺回歸模型，來分析全部資產(chǎn)指標(biāo)對綜合償債能力指標(biāo)的影響。下面具體分析一下這兩種模型。

（一）主成分分析模型

在多指標(biāo)的研究中，往往由于變量個數(shù)太多，并且彼此之間存在著一定的相關(guān)性，使得觀測的數(shù)據(jù)在一定程度上反映的信息有所重疊。主成分分析采用一種降維的方法，找出幾個綜合因子來代表原來眾多的變量，使這些因子盡可能地反映原來變量的信息量，而且彼此之間互不相關(guān)，同時利用各主成分的統(tǒng)計值對系統(tǒng)進(jìn)行綜合分析評價。通常數(shù)學(xué)上的處理是將原來的n個指標(biāo)做線性組合，作為新的綜合指標(biāo)，一般用F1（選取的第一個線性組合，即第一個綜合指標(biāo)）的方差來表達(dá)。F1的方差越大，表示F1包含的信息越多，F(xiàn)1也稱為第 1 主成分。以此類推，可以構(gòu)造出第 2，第 3，第 4，…，第n個主成分。最后，根據(jù)每個成分的權(quán)重來構(gòu)造出綜合償債能力指標(biāo)。

（二）嶺回歸模型

當(dāng)自變量間存在復(fù)共線性時，回歸系數(shù)估計的方差就很大，估計值就很不穩(wěn)定。嶺回歸（Ridge Regression）是一種專用于共線性數(shù)據(jù)分析的有偏估計回歸方法，實質(zhì)上是改良的最小二乘估計法。這種方法通過放棄最小二乘法的無偏性，以損失部分信息、降低精度為代價獲得更為實際、更可靠的回歸系數(shù)的回歸方法。

當(dāng)自變量自建存在復(fù)共線性時，X′X≈0，我們設(shè)想給X′X加上一個正常數(shù)矩陣kI（k>0，I為單位矩陣），那么X′X+kI接近奇異的程度就會比X′X接近奇異的程度小得多。假設(shè)X已經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化，則k=X′X+kI-1X′y為β的嶺回歸估計，k為嶺參數(shù)。顯然，嶺回歸作為β的估計比最小二乘估計要穩(wěn)定，當(dāng)k=0時的嶺回歸估計就是普通的最小二乘估計。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選擇

本文從中小板上市公司中隨機(jī)選取100家上市中小企業(yè)作為樣本公司，選取2010年-2014年的數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。

（二）自變量和因變量的選擇

本文從實證的角度來分析上市中小企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對其償債能力的影響，科學(xué)合理的選擇自變量和因變量指標(biāo)是研究成敗的關(guān)鍵。

根據(jù)我國上市中小企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的分布特點和本文的研究目的，選擇以下指標(biāo)作為本文的自變量：金融資產(chǎn)占比（X1）、無形資產(chǎn)占比（X2）、貨幣資金占流動資產(chǎn)比（X3）、應(yīng)收賬款占流動資產(chǎn)比（X4）、存貨占流動資產(chǎn)比（X5）、流動資產(chǎn)占比（X6）、固定資產(chǎn)占比（X7）。

本文將償債能力分析指標(biāo)應(yīng)與盈利能力、營運能力分析指標(biāo)相結(jié)合，選取15個指標(biāo)，利用主成分分析得出本文的因變量綜合償債能力指標(biāo)Y。

（三）實證分析

本文在實證分析這一部分以2014年的數(shù)據(jù)為例，進(jìn)行一個詳細(xì)的分析過程，其他各年的數(shù)據(jù)直接寫出分析的結(jié)果。

（1）原始數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化處理。數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化處理可以直接在SPSS中進(jìn)行，通常標(biāo)準(zhǔn)化是將數(shù)據(jù)處理為均值為0，方差為1的形式。

本文中假設(shè)標(biāo)準(zhǔn)化后的償債能力指標(biāo)為y1、y2、…、y15。

（2）因子分析適用性檢驗。因子分析法一般要經(jīng)過適用性檢驗，即 KMO統(tǒng)計量和 Bartlett 的球形檢驗。通過分析2014年標(biāo)準(zhǔn)化的償債能力指標(biāo)，得出KMO=0.755>0.5，表明以上指標(biāo)可以做因子分析。同樣，Bartlett 的球星形檢驗值為6812.925，顯著性水平為 0.000，小于 1%，說明了數(shù)據(jù)相關(guān)陣不是單位陣，具有相關(guān)性，也同樣表明了樣本數(shù)據(jù)適合做因子分析。

（3）特征值的選取及因子的提取。通?？梢杂锰卣髦荡笥?為納入標(biāo)準(zhǔn)，選取因子。運用SPSS，使用因子分析的主成分方法對以上9個指標(biāo)進(jìn)行公共因子提取，然后使用最大方差法做直角旋轉(zhuǎn)，從而決定各變量的因子載荷量。通過分析，第一到七個主因子特征值的累積貢獻(xiàn)率達(dá)到78.491%，即這七個主成分因子反映了原始數(shù)據(jù)信息總量的78.491%，說明四個主因子包括了這15個指標(biāo)的大部分信息量，實現(xiàn)了因子分析法降維目的。

（4）構(gòu)造因子得分函數(shù)。利用成份得分系數(shù)矩陣表，將各因子表達(dá)為變量的表達(dá)式，則得到因子得分函數(shù)F1、F2、…、F7。

（5）構(gòu)造短期償債能力綜合指標(biāo)。對以上7個主成分因子采用默認(rèn)的回歸法，以主因子對總信息量的方差貢獻(xiàn)率占所有因子總方差貢獻(xiàn)率的比重為權(quán)數(shù)加權(quán)，計算可得綜合償債能力的因子得分。償債能力綜合指標(biāo)Y=0.2801F1+0.101F2+0.1007F3+0.0844F4+0.0734F5+0.0684F6+0.0679F7。

（6）自變量的相關(guān)性分析。在進(jìn)行回歸分析之前，本文先進(jìn)行一個自變量之間的相關(guān)性分析，以確定自變量之間是否存在多種共線性。通過Pearson相關(guān)性檢驗得出，各個資產(chǎn)結(jié)構(gòu)指標(biāo)之間，尤其是存貨占流動資產(chǎn)比、流動資產(chǎn)占總資產(chǎn)比以及固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比之間存在比較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。因此，在進(jìn)行回歸分析時，不能使用普通的最小二乘法進(jìn)行回歸，應(yīng)當(dāng)使用放棄最小二乘法的無偏性的嶺回歸分析模型進(jìn)行回歸分析，以得出更為準(zhǔn)確的回歸結(jié)果，使得本文得出一個正確的結(jié)論。

（7）嶺回歸分析。首先對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并假設(shè)標(biāo)準(zhǔn)化后的自變量仍以x1，x2，…x7表示。然后輸入語法：INCLUDE'c：＼Program Files＼IBM＼SPSS＼Statistics＼22＼Samples＼English＼Ridge.Regression.sps'.RIDGEREG DEP=Y1 /ENTER x1 x2 x3 x4 x5 x6 x7，得出嶺跡圖。再次，結(jié)合嶺跡圖，選取嶺參數(shù)k值，我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)k=0.2時，各回歸系數(shù)的嶺估計基本穩(wěn)定，回歸系數(shù)也沒有不合乎經(jīng)濟(jì)意義的絕對值，所以選擇0.2作為k值進(jìn)行下一步的回歸分析。最后，將k值輸入到語法中，得出回歸分析結(jié)果：

表1k=0.2的嶺回歸

首先，從最終得到的模型結(jié)果來看，R為0.4756、R方為0.2262、調(diào)整R方為0.2147，表明在因變量Y的變異中，有21.47%可由自變量的變化來解釋，說明回歸方程對樣本有一定的擬合程度，但擬合優(yōu)度不高。這是由于影響中小企業(yè)償債能力的因素有很多，上述模型只涉及到資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對其的影響。

其次，從表中可以看出F檢驗的顯著性概率為0.000小于0.05，在顯著性水平為0.05的情況下，回歸方程通過F檢驗，說明線性回歸效果顯著，即資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對中小企業(yè)償債能力總體上有顯著影響。

最后，從相關(guān)系數(shù)來看：金融資產(chǎn)占比與償債能力綜合指標(biāo)成反比例關(guān)系，這是因為從總體上來說，企業(yè)持有的金融資產(chǎn)過多就不利于企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營，用于償債的資金就越少；無形資產(chǎn)占比與綜合償債能力指標(biāo)呈正比例關(guān)系，因為企業(yè)的無形資產(chǎn)越多，企業(yè)越有發(fā)展前途，成長性越好，償債能力也就越強(qiáng)；貨幣資金占流動資產(chǎn)比與綜合償債能力指標(biāo)成正比，因為企業(yè)可動用的現(xiàn)金越多，償債能力自然越好；應(yīng)收賬款占比與存貨占比與償債能力綜合指標(biāo)呈反比，這是因為雖然應(yīng)收賬款和存貨屬于流動資產(chǎn)，但其流動性要取決于其質(zhì)量，如果其變現(xiàn)速度很差，即使是在長期內(nèi)也會導(dǎo)致償債能力下降；流動資產(chǎn)占總資產(chǎn)比與綜合償債能力指標(biāo)成正比，且系數(shù)很大，說明企業(yè)的流動資產(chǎn)數(shù)量對企業(yè)償債能力的正面影響很大；固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比與償債能力綜合呈反比，說明企業(yè)增加固定資產(chǎn)從總體上看會降低企業(yè)的償債能力。

通過分析其他各年的數(shù)據(jù)，也得到了類似的結(jié)果：

由上圖可以看出：

a、金融資產(chǎn)占比與綜合償債能力都是負(fù)相關(guān)的，且相關(guān)系數(shù)的絕對值總體上略有增加，說明隨著企業(yè)金融資產(chǎn)的增加，金融資產(chǎn)占比對企業(yè)綜合償債能力指標(biāo)的負(fù)面影響稍有增加；

b、無形資產(chǎn)占比與企業(yè)綜合償債能力都是正相關(guān)的，且相關(guān)系數(shù)總體上是增加的，說明隨著企業(yè)創(chuàng)新能力的增強(qiáng)，國家對中小企業(yè)的融資支持力度越來越大，無形資產(chǎn)占比對企業(yè)綜合償債能力指標(biāo)的正面影響越來越大；

c、貨幣資金占流動資產(chǎn)比與綜合償債能力指標(biāo)都是正相關(guān)的，且相關(guān)系數(shù)呈逐年上升趨勢，說明中小企業(yè)持有的貨幣資金量對其綜合償債能力的正面影響越來越大；

d、應(yīng)收賬款占比與綜合償債能力指標(biāo)負(fù)相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)總體來說是逐年下降的，說明中小企業(yè)在擴(kuò)大銷售額，增加應(yīng)收賬款的同時，應(yīng)收賬款的質(zhì)量沒有得到保證，使得應(yīng)收賬款變現(xiàn)速度差，擴(kuò)大了應(yīng)收賬款占比對綜合償債能力的負(fù)面影響；

e、存貨占比與綜合償債能力指標(biāo)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)系數(shù)是逐年下降的，說明中小企業(yè)存貨管理不善，使得存貨的變現(xiàn)能力差，導(dǎo)致擴(kuò)大了存貨占比對綜合償債能力的負(fù)面影響；

f、流動資產(chǎn)占比與長期償債能力呈正比例關(guān)系，且相關(guān)系數(shù)逐年上升，說明流動資產(chǎn)占比對綜合償債能力的正面影響在擴(kuò)大；

g、固定資產(chǎn)占比與綜合償債能力指標(biāo)呈反比例關(guān)系，且各年的相關(guān)系數(shù)絕對值是逐年下降的，這說明企業(yè)持有的固定資產(chǎn)越多，對綜合償債能力的負(fù)面效就越大，只要保持一個合理范圍即可。

四、結(jié)論與建議

本文通過對所選取的100家中小上市企業(yè)的數(shù)據(jù)資料進(jìn)行了嶺回歸分析，從實證角度來證明我國上市中小企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對其償債能力的影響。由以上的分析結(jié)果可知，上市中小企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)指標(biāo)與償債能力指標(biāo)之間的關(guān)系是顯著的，說明中小企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)合理與否直接影響到企業(yè)的償債能力，從而影響中小企業(yè)的融資能力。

對資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的研究，將對上市中小企業(yè)償債能能力的提高起促進(jìn)作用。上市中小企業(yè)在資產(chǎn)結(jié)構(gòu)和償債能力方面都存在很多問題，要通過合理、有效的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，來提高上市中小企業(yè)的償債能力，進(jìn)而提高其融資能力。據(jù)此，本文提出以下建議：

1、優(yōu)化資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，適度減少企業(yè)負(fù)債。企業(yè)應(yīng)當(dāng)在流動性與收益性之間找到一個平衡點，保持合理的流動資產(chǎn)與固定資產(chǎn)之間的比例，在保證企業(yè)收益性的同時增強(qiáng)企業(yè)的償債能力，減少企業(yè)負(fù)債。

2、加強(qiáng)資產(chǎn)管理，提高企業(yè)資產(chǎn)的流動性。中小企業(yè)應(yīng)當(dāng)加快貨幣資金的周轉(zhuǎn)速度，重視資金的時間價值；加快應(yīng)收款項的回收，加快貨幣資金回籠。

3、優(yōu)化企業(yè)的現(xiàn)金流量。企業(yè)要建立有效的財務(wù)系統(tǒng)，強(qiáng)化財務(wù)預(yù)算管理，合理調(diào)動資金，加快資金周轉(zhuǎn)；動態(tài)平衡自有資金、借入資金的規(guī)模，確保資金的邊際效用最大化，以提高企業(yè)資金的流動性、安全性與盈利性。同時，企業(yè)的現(xiàn)金流量與負(fù)債率應(yīng)保持動態(tài)平衡。

4、動態(tài)監(jiān)控資產(chǎn)負(fù)債率、流動比率和速動比率等財務(wù)指標(biāo)。企業(yè)應(yīng)根據(jù)自己的經(jīng)營特點和歷史經(jīng)驗，擬訂以上3個分析指標(biāo)的適當(dāng)比率，進(jìn)行動態(tài)監(jiān)控，合理確定負(fù)債規(guī)模。（作者單位：沈陽航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院）

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